Chương 1 : Lý luận chung về lạm phát và tăng trưởng kinh tế
3.1 Thực nghiệm đo lường mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng
3.1.2 Dữ liệu nghiên cứu và phương pháp thực nghiệm
3.1.2.1 Dữ liệu nghiên cứu
- Số liệu sử dụng trong nghiên cứu là Chỉ số giá tiêu dùng CPI (Customer Price Index) và tổng thu nhập quốc nội GDP (Gross Domestics Product) hàng quý từ Quý 1 năm 1999 đến hết Quý 1 năm 2011 tại mức giá năm 1994.
- Dữ liệu được thu thập chủ yếu từ các nguồn sau: + Thống kê của Quỹ Tiền Tệ Quốc Tế IMF; + Tổng cục thống kê Việt Nam (GSO).
3.1.2.2 Phương pháp thực nghiệm
Để kiểm định mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế, trong
mơ hình thực nghiệm tác giả thực hiện các bước sau với sự hỗ trợ của phần mềm Eviews 5.1 :
- Bước 1: Kiểm định nghiệm đơn vị nhằm kiểm định tính dừng và
khơng dừng của các chuỗi thời gian sử dụng trong mơ hình thực nghiệm. - Bước 2: Kiểm định đồng liên kết để tìm mối quan hệ cân bằng trong dài hạn giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế. Tác giả sử dụng phương pháp phân tích đồng liên kết của Johansen và Juselius (1990).
- Bước 3: Kiểm định mối quan hệ cân bằng trong ngắn hạn giữa lạm
phát và tăng trưởng kinh tế. Tác giả sử dụng mơ hình sai số hiệu chỉnh (ECM).
- Bước 4: Phân tích mối quan hệ nhân quả giữa lạm phát và tăng trưởng.
3.1.3 Kết quả nghiên cứu
3.1.3.1 Kiểm định nghiệm đơn vị
- Nếu một chuỗi dừng thì giá trị trung bình, phương sai và hiệp phương sai (ở các độ trễ khác nhau) sẽ khơng thay đổi theo thời gian.
- Một chuỗi thời gian khơng dừng khi cĩ giá trị trung bình thay đổi theo thời gian, hoặc giá trị phương sai thay đổi theo thời gian hoặc cả hai. Một chuỗi thời gian khơng dừng thì kết quả phân tích hồi quy tuyến tính cổ điển sẽ khơng cĩ giá trị.
Do vậy, nếu lnGDP và lnCPI khơng dừng thì sẽ xảy ra hiện tượng hồi quy giả mạo và kết quả kiểm định thu được sẽ khơng phản ánh đúng mối quan hệ giữa lnGDP và lnCPI. Tuy nhiên, nếu lnGDP và lnCPI khơng dừng nhưng là liên kết bậc I (I(1)), tức chuỗi sai phân LnCPI, LnGDP là dừng và t là dừng thì kết quả hồi quy vẫn cĩ ý nghĩa. 2 biến lnGDP và lnCPI được gọi là đồng liên kết.
- Phương pháp kiểm định tính dừng: Do mẫu nghiên cứu nhỏ nên tác
giả chọn phương pháp kiểm định KPSS (Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin)
để kiểm tra tính dừng và khơng dừng của các chuỗi dữ liệu
Bảng 3.1: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị KPSS (khơng cĩ xu KPSS (khơng cĩ xu hướng) 1% level 5% level 10% level Kết quả LnGDP 0.917 0.739 0.463 0.347 khơng dừng LnCPI 0.860 0.739 0.463 0.347 khơng dừng LnGDP 0.197 0.739 0.463 0.347 dừng LnCPI 0.665 0.739 0.463 0.347 dừng ở mức 1%
KPSS (cĩ xu hướng) LnGDP 0.189 0.216 0.146 0.119 khơng dừng ở mức 5%, 10% LnCPI 0.227 0.216 0.146 0.119 khơng dừng LnGDP 0.0848 0.216 0.146 0.119 dừng LnCPI 0.143 0.216 0.146 0.119 dừng ở mức 1%, 5%
Kết quả kiểm định: chuỗi LnGDP khơng dừng ở mức 5%, 10% nhưng
chuỗi sai phân LnGDP là dừng ở các mức 1%, 5%, 10%.
Chuỗi LnCPI khơng dừng nhưng chuỗi sai phân LnCPI là dừng ở
mức 1%, 5%.
Như vậy, các biến trong mơ hình khơng dừng ở chuỗi gốc mà dừng ở
chuỗi sai phân nên biến LnCPI và LnGDP là liên kết bậc nhất I(1).
3.1.3.2 Lựa chọn bước trễ tối ưu
Với sự hỗ trợ của phần mềm Eviews 5.1, các chỉ tiêu xác định bước trễ
được xác định như Bảng 3.2. Kết quả từ Bảng 3.2 cho thấy số bước trễ tối ưu được lựa chọn theo các tiêu chuẩn là 4 bước trễ.
Bảng 3.2: Lựa chọn bước trễ tối ưu
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
0 105.8596 NA 2.44E-05 -4.94569 -4.86295 -4.915363
1 136.8475 57.54904 6.75E-06 -6.23083 -5.9826 -6.139844
2 144.6696 13.78188 5.64E-06 -6.41284 -5.99911 -6.261192
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ
4 292.346 51.33351* 7.37e-09* -13.06409* -12.31938* -12.79113*
5 295.6553 4.885148 7.70E-09 -13.0312 -12.121 -1269758
6 297.8547 3.037309 8.53E-09 -12.9455 -11.8698 -1255117
* Bước trễ được lựa chọn theo tiêu chuẩn (indicates lag order selected by the criterion)
LR: Likelihood ratio tại mỗi lần kiểm định (sequential modified LR test
statistic)
(each test at 5% level)
FPE: Sai số dự báo cuối cùng (Final Prediction Error)
AIC: Tiêu chuẩn thơng tin Akaike (Akaike Information Criterion) SC: Tiêu chuẩn thơng tin Schwarz ( Schwarz Information Criterion)
HQ: Tiêu chuẩn thơng tin Hannan-Quinn (Hannan-Quinn Information Criterion)
3.1.3.3 Phân tích cân bằng dài hạn – Phân tích đồng liên kết theo phương pháp Johansen và Juselius (1990) cho 2 biến lnCPI và lnGDP pháp Johansen và Juselius (1990) cho 2 biến lnCPI và lnGDP
Xem xét mối quan hệ dài hạn giữa lnGDP và lnCPI theo mơ hình (1): LnGDPt = 1 + 1LnCPIt + t (1)
Do các biến số sử dụng trong mơ hình hồi quy đều khơng dừng nên cĩ thể xảy ra khả năng các véc tơ đồng liên kết. Tác giả sử dụng phương pháp
Johansen và Juselius (1990) để thực hiện kiểm định giả thuyết này, với sự hỗ trợ của phần mềm thống kê Eviews, kết quả cho thấy cả hai kiểm định mà
Johansen và Juselius (1990) đưa ra là kiểm định vết ma trận (Trace) và kiểm
thuyết khơng tồn tại véc tơ đồng liên kết và khẳng định cĩ tồn tại ít nhất một
mối quan hệ đồng liên kết của các biến trong mơ hình. Như vậy, cĩ tồn tại
mối quan hệ dài hạn giữa các biến lựa chọn trong mơ hình (1).
Bảng kết quả kiểm định vết ma trận
Cĩ hai giả thiết H
0: (i) “None”, nghĩa là khơng cĩ đồng liên kết (đây là giả thiết ta quan tâm nhất); (ii) “At most 1”, nghĩa là cĩ một mối quan hệ
đồng liên kết. Để quyết định bác bỏ hay chấp nhận giả thiết H
0, ta so sánh giá trị “Trace Statistic” với giá trị phê phán (critical value) ở mức ý nghĩa xác
định ta chọn là 5%.
Nếu Trace Statistic < Critical Value, ta chấp nhận giả thiết H
0
Nếu Trace Statistic > Critical Value, ta bác bỏ giả thiết H
0
Bảng 3.3: Bảng kiểm định vết ma trận và kiểm định giá trị riêng
cực đại
Unrestricted Cointegration Rank Test (Trace)
Hypothesized Alternative hypothesis Eigenvalue Trace Statistic 0.05 Prob.** No. of CE(s) Critical Value None * R=1 0.290445 18.05721 15.49471 0.0201 At most 1 (R<= 1 )* R=2 0.065061 2.960056 3.841466 0.0853 Trace test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Bảng kiểm định giá trị riêng cực đại ma trận
Unrestricted Cointegration Rank Test (Maximum Eigenvalue)
Hypothesized Alternative hypothesis Eigenvalue Max-Eigen Statistic 0.05 Prob.* * No. of CE(s) Critical Value None * R=1 0.290445 15.09715 14.2646 0.0368 At most 1 (R<= 1 )* R=2 0.065061 2.960056 3.841466 0.0853 Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level
* denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level **MacKinnon-Haug-Michelis (1999) p-values
Kết luận: Kiểm định vết ma trận (Trace) và kiểm định giá trị riêng cực
đại của ma trận (maximal eigenvalue) đều bác bỏ giả thuyết khơng tồn tại véc
tơ đồng liên kết và khẳng định cĩ tồn tại một mối quan hệ đồng liên kết của
các biến trong mơ hình. Như vậy, cĩ tồn tại mối quan hệ dài hạn giữa các biến lựa chọn trong mơ hình (1).
* Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của phần dư t bằng phương pháp KPSS (Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin)
Kiểm định phần dư phương trình (1) LnGDPt = 1 + 1LnCPIt + t (1)
Bảng 3.4: Kết quả kiểm định nghiệm đơn vị của phần dư t
LM-Stat. Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test statistic 0,445577
Asymptotic critical values*: 1% level 0,739
5% level 0,463 10% level 0,347 Chuỗi phần dư t là chuỗi dừng ở mức 1% và 5%. Như vậy, kết quả này khẳng định một lần nữa các biến trong mơ hình (1): LnGDP, LnCPIlà đồng
liên kết, nghĩa là các biến trong mơ hình này cĩ tồn tại quan hệ cân bằng về dài hạn.
Dựa trên các kết quả thu được từ mơ hình VECM ta cĩ hàm hồi quy như sau:
Ln GDP = 7.690 + 0.8122 Ln CPI
Kết quả kiểm định cho thấy: khi lạm phát tăng lên 1% thì tăng trưởng trung
bình cĩ xu hướng tăng 0.81% (trong khi các điều kiện khác khơng đổi).
Kết luận: Mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng trong dài hạn là quan hệ đồng biến.
3.1.3.4 Phân tích cân bằng ngắn hạn – Mơ hình ECM
Để tính tốn mức độ tác động của các nhân tố đến biến động của CPI đến GDP trong ngắn hạn tác giả sử dụng mơ hình ECM. Theo Granger (1983
và 1986) khái niệm cân bằng dài hạn chỉ định sự tương đương về mặt thống
kê của đồng tích hợp. Khi cĩ đồng tích hợp và khi cĩ một cú sốc bất kỳ xảy ra làm mất cân bằng thì sẽ tồn tại quá trình điều chỉnh động ngắn hạn như cơ chế
hiệu chỉnh sai số và đưa hệ thống trở lại cân bằng dài hạn. Thực tế cho thấy,
đồng tích hợp hàm ý sự tồn tại dạng hàm hiệu chỉnh sai số động trong xem xét
quan hệ giữa các biến, do vậy mơ hình ECM được sử dụng trong ước lượng sẽ cho phép xác định cân bằng dài hạn từ sự vận động ngắn hạn được xác định
qua dữ liệu thực tế.
Mơ hình sai số hiệu chỉnh (ECM) cĩ dạng như sau: 4 4
LnGDP = 0 + ∑ i LnGDPt-i + ∑ LnCPI t-i + ECt -1 + ut
i=1 i=0
Trong đĩ EClà hệ số sai số hiệu chỉnh phản ánh sự mất cân bằng trong ngắn hạn giữa tăng trưởng và lạm phát. LnGDP, LnCPI phản ánh sự thay đổi trong ngắn hạn của các biến lnGDP và lnCPI.
Bảng 3.5: Kết quả phân tích cân bằng ngắn hạn – Mơ hình ECM
Variable Coefficient Std. Error t- Statistic Prob. DLNGDPT_1 -0.0343 0.095856 -0.35785 0.7227 DLNGDPT_2 -0.08861 0.093062 -0.95215 0.3479 DLNGDPT_3 -0.08077 0.095289 -0.84759 0.4028 DLNGDPT_4 0.963139 0.096989 9.930384 0 DLNCPI -0.21033 0.068475 -3.07159 0.0042 DLNCPIT_1 0.29525 0.108001 2.733757 0.01 DLNCPIT_2 -0.33787 0.139588 -2.42045 0.0212 DLNCPIT_3 0.02786 0.130921 0.212801 0.8328 DLNCPIT_4 0.043259 0.082099 0.52692 0.6018 ECT_1 -0.01846 0.01748 -1.05606 0.2986 C 0.007022 0.006649 1.056088 0.2986 R-squared 0.99664 Mean dependent 0.01581
var Adjusted R- squared 0.999563 S.D. dependent var 0.25278 S.E. of regression 0.005285 Akaike info criterion -7.43546 Sum squared
resid 0.000922 Schwarz criterion -6.98942 Log likelihood 174.5802 F-statistic 9832.684 Durbin-Watson
stat 2.047493 Prob(F-statistic) 0
Độ trễ của lnGDP là 4, độ trễ của lnCPI là 1 và 2 và ở kỳ hiện tại.
Trong ngắn hạn GDP chịu ảnh hưởng của chính nĩ ở mức trễ thứ 4 và lạm phát ở các mức trễ 1, 2 và ở kỳ hiện tại.
Hệ số điều chỉnh sai số trong mơ hình ECM âm nhưng nhỏ, - 0.01846, nĩ nĩi lên rằng quá trình điều chỉnh rất chậm. Hệ số mang dấu âm cho biết: thứ nhất, các nhân tố ở thời kỳ này cĩ chịu ảnh hưởng bởi những bất cân bằng thời kỳ trước. Thứ hai, hệ số ECt-1 đảm bảo mối quan hệ đồng liên kết đã tìm
ra ở phần trước.
3.1.3.5 Phân tích mối quan hệ nhân quả giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế theo phương pháp Granger
Theo Granger (1969) phương pháp kiểm định các mối quan hệ nhân
quả thực hiện như sau: Ví dụ, nếu muốn kiểm tra quan hệ nhân quả giữa X và Y, chúng ta kiểm tra bằng cách biểu diễn Y theo X và X theo Y. Cách này phổ biến trong thực tế để xem xét cả hai chiều tác động (X là nguyên nhân
của Y, Y nguyên nhân của X). Trong khi quan hệ nhân quả theo Granger chúng ta đặt giả thuyết kiểm định X khơng là nguyên nhân của Y, và nếu cĩ
Bài nghiên cứu này ta giả thuyết X là lnCPI, Y là lnGDP. Kết quả kiểm định cho thấy:
- Ở mức ý nghĩa 5% chúng ta bác bỏ giả thuyết H0 là LnCPI khơng là nguyên nhân của LnGDP nghĩa là CPI là nguyên nhân ảnh hưởng đến GDP;
- Ở mức ý nghĩa 1% chúng ta bác bỏ giả thuyết H0 là LnGDP khơng là nguyên nhân của LnCPI nghĩa là GDP nguyên nhân ảnh hưởng đến CPI.
Bảng 3.6: Kết quả phân tích mối quan hệ nhân quả giữa lạm phát và tăng trưởng kinh tế theo phương pháp Granger và tăng trưởng kinh tế theo phương pháp Granger
Null Hypothesis: F- Statistic Probability Mức ý nghĩa Kết luận
DLNCPI does not
Granger Cause DLNGDP 2.76087 0.04281 5% Bác bỏ giả thuyết DLNGDP does not Granger Cause DLNCPI 7.87189 0.00012 1% Bác bỏ giả thuyết
3.1.3.6 Phân tích phân rã phương sai
Phân tích nhân quả cho thấy cĩ mối tương tác qua lại giữa biến LnGDP và LnCPI nhưng khơng cho biết độ lớn của mối quan hệ. Để xem xét vấn đề
này, chức năng phân rã phương sai được áp dụng.
Kết quả cho thấy phương sai của DLNGDP bị ảnh hưởng mạnh nhất
DLnGDP ảnh hưởng ít hơn đến DLnCPI với mức 12,6% sau 4 quý và
13,62% sau 8 quý. Như vậy kết quả phân tích phương sai một lần nữa khẳng
định CPI ảnh hưởng mạnh đến GDP Việt Nam.
Bảng 3.7: Kết quả phân tích phân rã phương sai
Variance Decomposition of DLNGDP:
Period S.E. DLNCPI DLNGDP 1 0.006131 19.63816 80.36184 2 0.009444 23.36496 76.63504 3 0.009647 25.75143 74.24857 4 0.009716 26.40482 73.59518 5 0.011349 24.06982 75.93018 6 0.014248 33.30893 66.69107 7 0.014383 33.34646 66.65354 8 0.014527 34.61821 65.38179 9 0.015722 33.37370 66.62630 10 0.018043 36.58300 63.41700
Cholesky Ordering: DLNCPI DLNGDP Variance Decomposition of DLNCPI:
Period S.E. DLNCPI DLNGDP 1 1.216976 100.0000 0.000000 2 1.360822 87.47695 12.52305 3 1.553786 89.15844 10.84156 4 1.637831 87.39916 12.60084 5 1.652433 85.98902 14.01098 6 1.652746 85.98085 14.01915 7 1.654244 85.99940 14.00060 8 1.678885 86.37037 13.62963 9 1.684768 86.23616 13.76384 10 1.695275 86.29842 13.70158
* KẾT LUẬN KẾT QUẢ CỦA MƠ HÌNH ĐỊNH LƯỢNG
- Lạm phát và tăng trưởng kinh tế cĩ mối quan hệ nhân quả với nhau. - Trong ngắn hạn GDP chịu ảnh hưởng của chính nĩ ở mức trễ thứ 4 và lạm phát ở các mức trễ 1, 2 và ở kỳ hiện tại.
- Tồn tại cân bằng dài hạn của biến lnCPI và lnGDP. Mối quan hệ giữa lạm phát và tăng trưởng trong dài hạn là quan hệ đồng biến. Kết quả kiểm định cho thấy: khi lạm phát tăng lên 1% thì tăng trưởng trung bình cĩ xu
hướng tăng 0.81% (trong khi các điều kiện khác khơng đổi).
- Lạm phát ảnh hưởng mạnh đến tăng trưởng kinh tế. Tăng trưởng
(DLnGDP) bị ảnh hưởng mạnh nhất bởi lạm phát (DLnCPI) với mức 26,4% sau 1 năm và 34,6% sau 2 năm. Ngược lại tăng trưởng (DLnGDP) ảnh hưởng ít hơn đến lạm phát (DLnCPI) với mức 12,6% sau 1 năm và 13,62% sau 2
năm.
- Hệ số điều chỉnh sai số trong mơ hình ECM âm nhưng nhỏ, - 0.01846, nĩ nĩi lên rằng quá trình điều chỉnh rất chậm. Hệ số mang dấu âm cho biết: thứ nhất, các nhân tố ở thời kỳ này cĩ chịu ảnh hưởng bởi những bất cân bằng thời kỳ trước. Thứ hai, hệ số ECt-1 đảm bảo mối quan hệ đồng liên kết đã tìm
ra ở phần trước.
3.2 Một số kiến nghị nhằm kiềm chế lạm phát, ổn định tăng trưởng kinh tế tế
Theo kết quả của mơ hình định lượng, lạm phát và tăng trưởng kinh tế cĩ mối quan hệ với nhau. Do vậy, việc hài hịa giữa mục tiêu kiềm chế lạm phát và tăng trưởng kinh tế là một bài tốn khĩ khăn cho Chính phủ, các nhà hoạch định chính sách. Theo số liệu của Tổng cục Thống Kê Việt Nam, CPI
trưởng GDP năm 2011 ước khoảng 5.8%. Tác giả xin đưa ra một số kiến nghị nhằm kiềm chế lạm phát, ổn định tăng trưởng kinh tế sau:
3.2.1 Phối hợp chặt chẽ chính sách tài khĩa và chính sách tiền tệ
- Tiếp tục thực hiện chính sách tiền tệ thận trọng. Phối hợp chặt chẽ chính sách tài khĩa và chính sách tiền tệ.
- Chính sách tiền tệ cần phải linh hoạt với diễn biến thị trường như chính sách lãi suất, tỷ giá và thị trường ngoại hối.
- Ngân hàng Nhà nước phải tính tốn mặt bằng lãi suất, ưu tiên vốn tín dụng cho hoạt động sản xuất kinh doanh để các doanh nghiệp cĩ điều kiện về